国际货币政策对中国贸易顺差影响研究

      摘　要:在最优跨时消费的基础上,建立国际货币政策影响贸易收支的短期和长期理论模型,使用该模型对中国1979—2008年的贸易收支进行实证分析,结果表明:美元的过度发行是造成中国贸易顺差的重要因素;短期内,使用人民币升值的办法对平衡中国贸易收支的作用较小;消费不足不能解释中国长期的贸易收支问题,长期的贸易收支是最优跨时贸易的结果,体现出中国与其它国家贸易的互补性、互利性。
     关键词:货币政策;贸易收支;贸易顺差;最优跨时贸易 
    一、引言
    自20世纪90年代中期以来,中国贸易收支一直保持顺差。中国贸易顺差问题成为国内乃至全球关注的焦点。巨额的贸易顺差不仅对我国经济发展产生负面影响,而且会引起越来越多的贸易纠纷,成为我国对外贸易发展的绊脚石。在世界经济陷入困境的2009年度,贸易保护更是集中爆发,仅美国和欧盟涉嫌中国制造的“双反”案件就高达101起,这在世界贸易史上实属罕见。
    国内外学者对中国贸易顺差问题进行了大量研究,主要体现在以下两个方面:一是从Keynes的宏观经济模型出发,提出内需不足是中国贸易持续顺差的根本原因,认为中国应该放弃“出口导向”的发展战略,通过刺激内需改变经济发展对国外需求的过分依赖;二是遵循国际收支调节的弹性理论,提出人民币低估是中国长期保持顺差的主要原因,建议通过人民币升值调节贸易顺差。这两种观点都有合理性,但与现实似乎不太吻合。如果内需不足相对于外需充足,那么在全球经济危机背景下,为何外需不足我国贸易仍保持顺差?如果人民币升值可以调节,为何我国自2005年7月汇改以来,人民币适度升值后,对外贸易仍然是顺差?本文认为,中国贸易顺差短期内是国际货币政策造成的输入性顺差,长期是最优跨时贸易的结果。
    近年来,作为世界货币符号的美元供给量超常增长,可能是短期中国贸易顺差的重要原因。长期,中国贸易顺差是平衡前期贸易逆差的跨时贸易结果,体现了国与国之间跨时贸易的互利性和互补性。
    基于此,本文从消费者最优跨时条件出发,建立国际货币政策对贸易收支影响的短期和长期模型,在理论上说明国际货币政策对一国贸易收支可能产生的影响。然后使用该理论模型,从实证角度分析美国相对于中国的货币供给量变化对中国贸易顺差产生的影响。
   
　　论文检测天使-免费论文相似性查重http://www.jiancetianshi.com
二、文献综述
    货币政策对贸易收支影响的传导机制一直是货币经济学研究的重要问题。西方经济学经典理论一般是将货币政策传导机制分为三类:利率渠道、信贷渠道和汇率渠道。由于汇率渠道从理论上直接解释了货币供给影响贸易收支的途径,因此,大多研究文献是从汇率渠道出发,研究货币供给影响贸易收支。
    Obstfeld等(1995)将汇率因素纳入货币政策传导机制研究中,分析货币政策通过汇率变化对贸易收支的影响;Faust等(2002)研究了货币政策变动对汇率的影响问题。对于我国货币政策对贸易收支的研究,盛朝晖(2006)认为我国的货币政策汇率传导机制具有一定的被动性,贸易收支变化是汇率变动的格兰杰原因,而汇率变动不是贸易收支变动的格兰杰原因;赵进文等(2004)认为我国货币供给量对进出口影响显著,货币供应量直接作用于贸易收支平衡。Zhang等(2007)认为中国贸易失衡是实体冲击的结果,货币手段难以有效解决中国贸易失衡问题。Groenewold等(2007)、Zheng等(2006)都表明人民币币值调整对中美贸易失衡的作用不大。
    从非货币因素考察中国贸易顺差成因的研究主要体现在以下四个方面: (1)加工贸易和外商直接投资的影响。卢锋(2006)认为贸易顺差的直接原因来自于加工贸易和外商直接投资的“结盟效应”,深刻根源则是产品内分工时代背景与改革开放进程的互动关系。余永定等(2006)强调中国的贸易顺差是中国长期推行吸引FDI的优惠政策,特别是加工贸易型FDI优惠政策的结果,并认为贸易顺差已经成为结构性问题,无法通过宏观政策在短期内加以纠正。张二震等(2009)认为产品内分工的快速发展是我国贸易顺差的重要背景,我国快速融入国际生产网络是贸易顺差快速增长的内在原因。(2)中国廉价资源和贸易政策共同作用的结果。王晋斌等(2007)指出中国贸易顺差是中国经济的资源禀赋和对外投资、贸易政策共同作用的结果,认为贸易顺差扩大是未来相当长时期内的基本态势,不存在任何低成本快速降低贸易顺差的短期措施。余芸春(2007)认为相对较低的资源价格是形成我国贸易顺差的主要原因,积极推动金融体制改革、完善要素市场是解决顺差的重要途径。(3)产能过剩和有效需求不足。张家胜等(2007)认为国内有效需求不足和国内投资过度扩张、贸易生产相对过剩与公共品供给不足以及国民储蓄超过国内投资是中国贸易收支顺差的直接原因,而人口红利、大规模的工业化与城市化、地方政府行为扭曲、金融抑制等因素决定了中国贸易顺差将在较长时期内存在。(4)从跨时贸易分析我国贸易顺差的成因。赵文军等(2008)认为中国实际资本存量高速增长和居民实际财富缓慢爬升是贸易顺差快速增加的主要原因。张碧琼(2009)认为中国与美国存在互利的跨期交易,美国逆差和中国顺差,表明中美之间存在顺逆差转换关系,体现了两国的跨期消费模式的互补性。
    三、理论模型
    本文的理论分析是基于Obstfeld等(1995)的理论模型。他们的分析是建立了一个价格事先确定的完全预期的两国一般均衡的货币模型,指出在价格完全弹性条件下,永久性的货币冲击不存在动态变化过程,世界经济立即调整到现存财富分配下的稳定状态。以中国贸易收支为研究对象,我们着重分析了两国货币政策、汇率、世界实际利率、产品价格等因素对贸易收支的短期影响过程。
    假设世界上只存在两个国家:本国和外国,每个国家的人口假定为1。这个代表性的人口既是生产者也是消费者。作为消费者消费两国的所有商品,作为生产者均为垄断厂商。两国都只生产贸易品,不存在非贸易品,每种产品被指数化为z(z∈[0, 1])。假定本国垄断厂商只生产[0, n](0
    1.基于消费的购买力平价
    假定不存在贸易障碍,每种商品的一价定律都是成立的。若使用ε表示名义汇率(以本币表示外币的价格),商品z的本币价格为p(z),外币价格为p*(z),则由一价定律知, p(z)=εp*(z), p*(z)=p(z)ε。本国和外国货币价格指数也满足一价定律,即P=εP*, P*=Pε。

　　[8]电大学习网.免费论文网[EB/OL]. /d/file/p/2024/0424/fontbr /> 

    2.生产者的行为
    由于商品z只能由垄断厂商提供,所以生产者对于商品z面临的需求就是所有消费者对于商品z的需求之和。假定本国代表性消费者对于任意商品z的需求为c(z),总消费指数为C,收入约束为Z,代表性消费者的最优化行为满足下列条件:　　max　C=∫10c(z)θ-1θdzθθ-1　　s. .t　∫10p(z)c(z)dz=Z求解这一最优化过程可知,本国和外国(外国同理,下同)代表性消费者对于商品z的需求分别为:c(z)=p(z)P-θC, c*(z)=p*(z)P*-θC*。商品z的需求曲线yd(z)为:　　yd(z)=p(z)P-θ×[C+C*]=p(z)P-θ×Cw　(∵Cw=C+C*,ε=p(z)p*(z)=PP*)用y(z)和y*(z)表示本国生产者生产商品z的产出量,本国和外国总产出为:　　Y=∫n0y(z)dz,　Y*=∫1ny*(z)dz3.消费者的预算约束假定两国唯一可以交易的资产是用复合消费品表示的无风险的Arrow-Debreu债券,那么本国代表性消费者在时期t的预算约束用实际项表示为:　　Bt+1+MtPt=(1+rt)Bt+Mt-1Pt+1Pt∫n0pt(z)yt(z)dz-Ct-τt其中, rt为t-1期到t期的债券实际利率; Bt为国内代表性消费者从t-1期到t期持有的债券,Bt+1为t期到t+1期持有的债券;Mt-1、Mt为t期初和t期末持有的货币余额; Pt为t期的货币价格指数; pt( z)为代表性生产者生产商品z在时期t的国内价格; yt( z)为商品z在时期t的产出量；
    ∫n0pt(z)yt(z)dz表示生产者在时期t的生产性收入;Ct为代表性消费者在t期的综合消费额;τt表示政府在时期t的累进税(负的累进税表示转移性收入,本文的分析均假定τt<0)。
    4.消费者跨时最优决策
    假定本国代表性消费者在时期s的消费指数为Cs,实际货币余额为MsPs,生产中付出的劳动的偏好为k2Y2s,主观贴现率为β。国内消费者的跨期消费函数贴现到t期为Ut= ∞s=tβs-tlogCs+χlogMsPs-k2Y2s。
    那么,消费者跨时最优决策为:
    　　maxy(z),M,BUt= ∞s=tβs-tlogCs+χlogMsPs-k2∫n0ys(z)dz2　　s. .t　Bt+1+MtPt=(1+rt)Bt+Mt-1Pt+1Pt∫n0pt(z)yt(z)dz-Ct-τt其中:C=∫10c(z)θ-1θdzθθ-1(θ>1),　P=∫10p(z)1-θdz11-θ,χ、k为常数。
    Bt+1,Mt, yt(z)的一阶条件分别为:Ct+1=β(1+rt+1)Ct,MtPt=χCt1+it+1it+1, y1θt=1k(Cwt)1θ1Ct。定义为1+it+1=Pt+1Pt(1+rt+1), it+1为t期到t+1期本币的名义利率。均衡的横截性条件为limT→∞R,t t+TBt+T+1+Mt+TPt+T=0。同样,对于外国消费者能得到类似的条件。
    5.约束条件的动态化
    令^Xt=dXtXt,使用Aoki(1981)的方法可以求出约束条件的动态化方程为:　　^Bt+1=c1^Mt- ^M*t-^et+1δ[ ^et+1-^et] +c2^Mt+1- ^M*t+1-^et+1+1δ[ ^et+2-^et+1] +c3^Mt+c4^Mt-1+c5^pt(h)+c6^pt+1(h)+c7^rt+c8^rt+1+c9(-^τt)+c10^Bt假定a3γ1θ1-γ1>a4时, c1=-γ1(1-θγ1-γ2a2+a3(1-1δ×γ1θ1-γ1)+a4(1+1δ) <0　　c2=1δ×γ1(1-θ)γ1-γ2(a3γ1θ1-γ1-a4)>0, c3=- a2(1-b1)+a3γ1θ1-γ1-a4>0　　c4=a2b1>0, c5=[a2+a3+(a3+a4)(1+1δ)]>0, c6=-(a3γ1θ1-γ1+a4)1δ<0　　c7=a1δ1+δ>0, c8=-(a3γ1θ1-γ1+a4)11+δ<0, c9=(1-a1-a2-a3-a4)>0, c10=a1>0其中:γ1、γ2表示本国和外国产品在总产出中的比重(假定γ1<γ2);δ=r为长期不变的均衡世界实际利率; ai( i=1, 2, 3, 4)、bi( i=1, 2)分别表示各分量在总量中所占比重。
    6.贸易收支动态化
    (1)短期贸易收支动态化模型令Bt+1表示本国在第t期末的外汇资产净值,第t期的贸易收支余额定义为CAt=Bt+1-Bt。贸易收支的逐期变化率为CAt^=d ^Bt+1-(d-1) ^Bt。
    令Et{ ^mt+1}= ^Mt+1- ^M*t+1-^et+1, ^mt= ^Mt- ^M*t-^et, Et{ ^et+2}=^et+2, Et{ ^et+1}=^et+1,Et{ ^pt+1(h)}= ^pt+1(h), Et{ ^rt+1}=^rt+1,则:　　CAt^=1Et{ ^mt+1}+2^mt+3^mt-1+1δEt{ ^et+2}+2δ-1δEt{ ^et+1}+3δ-2δ^et-3δ^et-1+4^Mt+5^Mt-1+6^Mt-2+7Et{ ^pt+1(h)}+8^pt(h)+9^pt-1(h)+10Et{ ^rt+1}+11^rt+12^rt-1+13c9(-^τt)+14(-^τt-1)+15^Bt+16^Bt-1(1)其中:1=dc2>0,2=dc1+(d-1)c2>0,3=-(d-1)c1<0,4=dc3<0,5=dc4+(d-1)c3>0,6=-(d-1)c4<0,7=dc6<0,8=dc5+(d-1)c6不能确定,9=-(d-1)c5<0,10=dc8<0,11=dc7+(d-1)c8不能确定,12=-(d-1)c7<0,13=dc9>0,14=-(d-1)c9<0,15=dc10>0,16=-(d-1)c10<0(2)长期贸易收支动态化模型在两个国家中,长期一国的消费应该等于其长期的实际收入;在不存在政府支出的条件下,一国的铸币税收入完全以转移支付的形式返还给公众,Ricardian等价定理恒成立。本国代表性的消费者的约束条件变为:　　B=(1+r)B+YP-C长期贸易收支动态化模型:　　^CAt=φ1^Ct+(1-φ1)( ^Yt- ^Pt) (2)综合上述影响贸易收支的短期和长期模型,可以得出如下主要性质性质Ⅰ:短期内,国际货币政策对本国贸易收支的影响取决于两国货币的相对供给量、相对供给量的预期以及前期的相对供给量,本国贸易顺差随着外国货币供给量相对增加而增加,随着预期本国货币供给量相对增加而增加,随着前期外国货币供给量的相对增加而减小。其最终作用的大小取决于这三种作用的总和,即1-2-3。当满足1-2-3>0时,,本国的贸易顺差是输入性的,它完全是外国货币供给量的相对扩张和本国消费者最优跨时消费的结果。
    性质Ⅱ:短期内,如果仅考虑本国货币供给量的绝对扩张,那么本国货币供给量的增加将会减少贸易顺差,这与货币主义分析方法相同。
    性质Ⅲ:短期内,汇率对本国贸易顺差的影响不很明确。虽然当期汇率下降(本币升值)会出现逆差,但预期的汇率下降却能导致贸易顺差。汇率对贸易收支影响的结果取决于它们之间作用的大小。
    性质Ⅳ:一国的货币政策在长期内只会影响该国的消费价格指数,对贸易收支不会产生直接的影响,货币政策长期内无效。
    四、对中国贸易顺差的实证研究
    1.模型的选择和数据来源
       根据短期贸易收支动态化模型(1),考虑计量分析的可行性,我们设定的短期模型为:　　^CAt=φ1Et{ ^mt+1}+φ2^mt+φ3^mt-1+φ4Et{^et+2}+φ5Et{^et+1}+φ6^et+φ7^Mt+φ8^Mt-1+φ9^Mt-2+φ10Et{ ^pt+1(h)}+φ11^pt(h)+φ12^rt+φ13(-^τt)+φ14^Bt+μt(μt~ⅡD(0,σ2))(3)由上述短期模型的分析,模型(3)的参数应该满足下列条件:φ1>0,φ2>0,φ3<0,φ4>0,φ5>0,φ6<0,φ7<0,φ8>0,φ9<0,φ10<0,φ13>0,φ14>0,φ11,φ12的符号不确定。
    根据长期贸易收支动态方程(2),考虑到我国从1994年开始的持续贸易顺差,我们设定的长期模型为:　　^CAt=0+1( ^Ct+ ^Pt- ^Yt)+2D*( ^Ct+ ^Pt- ^Yt)+vt(vt~ⅡD(0,σ2)) (4)其中:D为虚拟变量且D=0, 1979—19931, 1994—2008。当^Ct+ ^Pt> ^Yt时,国内实际消费大于国内实际产出,贸易收支应该为逆差。针对中国贸易收支的实际情况,模型(4)的回归系数满足1>0,2<0。

　　[8]电大学习网.免费论文网[EB/OL]. /d/file/p/2024/0424/fontbr /> 

    由于贸易收支余额定义为CAt=Bt+1-Bt,而Bt+1表示本国在第t期末的外汇资产净值,所以我们选择进出口差额和国家外汇储备代替我国持有的外汇资产净值。中国货币供给量使用历年的M2,外国表1　序列ADF检验结果变量名检验类型t-统计值5%临界值结论^Mt- ^M*t- ^et(c, 0, 4) -5. 52957***-2. 99806平稳^et(c, 0, 4) -3. 99318***-2. 97626平稳^Mt(c, 0, 5) -3. 19786**-2. 99806平稳^pt(h) (c, 0, 6) -4. 73328***-2. 99806平稳^rt(c, 0, 4) -4. 45179***-2. 99806平稳^τt(c, 0, 4) -4. 74934***-2. 99806平稳^Bt(c, 0, 4) -4. 39488***-2. 99806平稳^Ct+ ^Pt- ^Yt(c, 0, 7) -5. 12943***-2. 97185平稳　　注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上通过检验。
    货币供给量使用美国的同期货币供给量(M2)。本国产品价格指数使用我国工业品出厂价格指数。中国货币价格指数使用消费者价格指数CPI。由于模型假定τt为政府的铸币税收入,使用中国政府的财政赤字近似代替。数据分别来源于历年《中国统计年鉴》、美联储网站和EIU数据库。
    2.变量的平稳性检验
    用非平稳的时间序列建立回归模型会带来伪回归问题,导致用非平稳的时间序列建立的估计结果毫无意义,在进行时间序列回归分析前须对数据做平稳性检验。检验结果显示,这些变量都是平稳的(如表1所示)。
    3.短期模型的回归分析
    对于模型(3)的回归,本文采用逐步回归方法。考虑到我国自1994年以后贸易收支持续顺差的事实和模型(3)本身具有滞后项的特点,回归分析中使用的数据是1994—2008年的年度样本数据。短期模型的实证结果、显著性检验和变量的样本期均在表2中得以体现。
    表2　影响中国贸易收支顺差短期模型的回归结果(1994—2008)^CAt模型Ⅰ仅考虑中美两国相对货币供给量对中国贸易顺差的影响。当期美国货币供给量相对增加1%时,中国贸易顺差增加0. 17个百分点;预期未来中国货币供给量相对增加1%,促进中国贸易顺差进一步扩大到0. 58个百分点;前期美国货币供给量相对增加1%,本期中国贸易顺差将减少0. 44个百分点,起到平衡中国贸易收支的作用。但这种缩小贸易顺差的作用小于扩大顺差的作用。
    模型Ⅱ仅考虑汇率因素对中国贸易收支的影响。当期汇率下降1%,中国贸易顺差减少0. 40个百分点,人民币升值在一定程度上缩减我国的贸易顺差。
    模型Ⅲ仅考虑中国货币供给量的绝对变化对贸易收支的影响。当期中国货币供给量的绝对变化,对贸易收支的影响不显著;前期和前两期中国货币供给量绝对增加1%,中国贸易收支分别增加0. 93个百分点和降低0. 61个百分点。两者的共同作用是使得中国贸易收支增加0. 32个百分点。
    如果单独选用中国产品的价格因素、世界实际利率、中国财政赤字以及中国持有的无风险外汇债券进行回归,结果均不显著,说明当其它因素保持不变时,这些变量不能单独解释中国贸易顺差的问题。
    因此,本文把它们加入到货币供给的相对变化上,形成模型Ⅳ、Ⅴ、Ⅵ和Ⅶ。
    模型Ⅳ考虑中美两国货币供给的相对变化和预期本国产品价格变化对中国贸易顺差的影响,模型Ⅴ是在模型Ⅳ的基础上再加上世界实际利率的影响,模型Ⅵ将中美货币政策与中国财政政策结合起来分析中国的贸易顺差,模型Ⅶ分析加入了中国持有的无风险债券对贸易顺差的影响。通过表2可以观测到,加入这些因素后并没有改变货币供给量相对变化对贸易顺差影响的符号,国际货币政策是中国贸易顺差形成的一个重要原因。
    此外,我们还尝试了将其余变量加入到回归中来,结果均不显著。综合看来,中国贸易顺差受美国货币相对供给量的影响显著,在短期内难以实现贸易收支平衡。
    4.长期模型的回归分析
    模型(4)的变量通过了平稳性检验(具体见表1),对模型(4)进行回归,可以得到1979—1993年的方程:　　^CAt=-0. 05+1. 84×( ^Ct+ ^Pt- ^Yt)　　(1. 93)和1994—2008年方程:　　^Ct=-0. 02-2. 79×( ^Ct+ ^Pt- ^Yt)(14. 49)　　　　　(1. 93)　　R2=0. 96　F=327. 24　DW=1. 95通过上述两个方程可以发现, 1994—2008年的贸易顺差恰巧可以由消费不足说明,但这种消费不足却无法说明我国1979—1993年的大多数年份的贸易逆差问题。两个阶段符号相反的回归系数表现出跨时消费的特点,前期的逆差和现在的顺差体现了我国为平滑消费进行的最优跨时贸易特点,说明了我国与他国跨时贸易的互补性、互利性。
    五、结论
    本文从消费者效用最大化条件出发,构建了一个基于最优跨时贸易的两国货币政策影响贸易收支的短期和长期一般模型。使用该模型对中国贸易收支进行实证分析,得出以下结论:
      (1)理论上,国际货币政策传导贸易收支只在短期内有效,长期内无效。短期内,国际货币政策对本国贸易收支影响受两国货币的相对供给量(2),相对供给量的预期(1)以及前期的相对供给量(3)影响。其最终作用取决于这三种因素的总和,即1-2-3。当满足1-2-3>0时,本国的贸易顺差是输入性的,它是外国货币供给量相对扩张和本国消费者最优跨时消费的结果。当外国货币供给量不变时,本国货币供给量的绝对扩张会导致本国产品价格上涨,出现贸易逆差。汇率对本国贸易顺差的影响不很明确,取决于当期汇率和预期的汇率之间作用的大小。
    (2)长期内,一国贸易收支的变化取决于该国实际消费和实际产出的相对变化,一国的货币政策只会影响该国的消费价格指数,对贸易收支不会产生直接的影响。货币政策长期内无效。
    (3)通过对中国贸易收支的实证研究,短期内中国贸易顺差表现出输入性的特征,它与美国扩张性货币政策密切相关。将所有可能因素都考虑到短期模型中去,那些起显著相反作用的变量也难以消除美国扩张性货币政策对中国贸易顺差的影响。
    (4)本文的实证结论显示,使用人民币升值的办法来降低中国贸易顺差的作用较小。同时,实证分析也说明消费不足只能解释我国20世纪90年代中期以来的贸易顺差,却不能解释在这之前的贸易逆差。使用长期模型对此进行的实证分析表明,前期的逆差和现在的顺差是最优跨时贸易的结果,体现出我国和其它国家跨时贸易往来的互利性、互补性。至于为什么会选择20世纪90年代中期作为我国跨时贸易顺逆差的分水岭,是需要进一步研究的内容。
    参考文献:
    卢锋. 2006.中国国际收支双顺差现象研究:对中国外汇储备突破万亿美元的理论思考[J].世界经济(11): 3-10.
    盛朝晖. 2006.中国货币政策传导渠道效应分析: 1994—2004[J].金融研究(7): 22-29.
    王晋斌,李南. 2007.中国进出口贸易顺差的原因、现状及未来展望[J].经济理论与经济管理(11)19-25.
    余永定,覃东海. 2006.中国的双顺差:性质、根源和解决办法[J].世界经济(3): 31-41.
    余芸春. 2007.从资源禀赋角度看我国贸易顺差[J].经济管理(5): 19-22.
    张碧琼. 2009.国际资本流动与跨期消费模式:基于中美两国跨期贸易模型的启示[J].国际金融研究(4): 64-71.
    张二震,安礼伟. 2009.关于贸易顺差原因的理论思考[J].当代经济管理(4): 1-6.
    张家胜,祁春节. 2007.我国贸易顺差存在的根源与发展趋势研究[J].财经研究(8): 28-40.
    赵进文,高辉. 2004.中国货币政策行为传导的动态模型检验: 1993—2002年的实证分析[J].南开经济研究(3): 95-102.
    赵文军,于津平. 2008.中国贸易顺差成因研究:基于跨时最优消费理论的实证分析[J].经济研究(12): 29-38.

　　[8]电大学习网.免费论文网[EB/OL]. /d/file/p/2024/0424/fontbr />